李桂萍 劉 薇

（1.河北金融學(xué)院，保定 071051；2.中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142）

內(nèi)容提要:基于2018年個(gè)人所得稅改革，本文利用2016年-2019年滬深A(yù)股上市公司面板數(shù)據(jù)，借助差分方程組研究個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明，個(gè)人所得稅改革顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，員工薪酬、人力資本與技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占比分別為31.52%、38.85%和14.86%；異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，個(gè)人所得稅改革對(duì)國(guó)有企業(yè)、中部與西部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更為顯著。本文結(jié)論從企業(yè)微觀視角評(píng)估了我國(guó)個(gè)人所得稅改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率、政府實(shí)施新的減稅降費(fèi)政策提供理論參考和啟示。

一、引言

提升全要素生產(chǎn)率是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要?jiǎng)恿驮慈彩恰笆奈濉睍r(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要目標(biāo)之一。為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，2021年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)繼續(xù)實(shí)施新的減稅降費(fèi)政策。減稅降費(fèi)之所以成為有力支持中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重大決策，主要是因?yàn)闇p稅降費(fèi)能夠提高資本密集度、生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率（Asghedom and Karen，2009；蔣為，2016；段姝等，2022）[1-3]。減稅降費(fèi)提升全要素生產(chǎn)率，主要是通過增加固定資產(chǎn)和人力資本投資，進(jìn)而激勵(lì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（吳輝航等，2017）[4]；或者通過提升中小企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)和創(chuàng)新投入來拓展市場(chǎng)和推進(jìn)創(chuàng)新（楊林和沈春蕾，2021）[5]。從不同稅制改革看，企業(yè)所得稅改革通過優(yōu)化資源配置、緩解融資約束、增加研發(fā)投入等途徑，提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（鄭寶紅和張兆國(guó)，2018）[6]，且在產(chǎn)權(quán)和規(guī)模層面表現(xiàn)出異質(zhì)性（林小玲和張凱，2019）[7]。增值稅改革通過減少資源誤置損失、增大規(guī)模效應(yīng)等，提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率（劉柏惠等，2019；段姝等，2022）[3，8]。我國(guó)持續(xù)實(shí)施的減稅降費(fèi)不僅包括企業(yè)層面的增值稅、所得稅等改革，還包括2018年個(gè)人所得稅改革。2019年和2020年我國(guó)個(gè)人所得稅總額同比分別下降25.1%和33.2%。①國(guó)家稅務(wù)總局編，中國(guó)稅務(wù)年鑒2021[M]，中國(guó)稅務(wù)出版社，2022年1月。個(gè)人所得稅優(yōu)惠政策的實(shí)施會(huì)增強(qiáng)薪酬的激勵(lì)效應(yīng)，提高企業(yè)員工的忠誠(chéng)度和努力度，加快人才集聚，強(qiáng)化員工創(chuàng)新的主動(dòng)性和創(chuàng)造性，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新（程小可等，2021）[9]。創(chuàng)新作為可持續(xù)發(fā)展的源泉，對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有顯著正效應(yīng)（武力超等，2021）[10]。然而，從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，近年來學(xué)者集中討論了個(gè)人所得稅的收入分配效應(yīng)，包括公平效應(yīng)（李文，2019）[11]、整體效率（劉蓉和寇璇，2019）[12]和調(diào)節(jié)效應(yīng)（楊沫，2019；黃曉虹，2019；寇恩惠等，2020；陳建東等，2021）[13-16]，而企業(yè)層面的個(gè)人所得稅改革的實(shí)施效應(yīng)尚無系統(tǒng)分析?；诖?，本文以2018年個(gè)人所得稅改革為外生事件，利用2016年-2019年上市公司數(shù)據(jù)，研究個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體影響及路徑，為研究稅制改革與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在關(guān)聯(lián)提供了更全面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的主要貢獻(xiàn)為：第一，以2018年個(gè)人所得稅改革為基礎(chǔ)，揭示個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，不僅彌補(bǔ)了學(xué)界關(guān)于我國(guó)個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響研究的缺失，而且也從企業(yè)層面驗(yàn)證了我國(guó)個(gè)人所得稅改革的有效性。第二，以往文獻(xiàn)從投資、資源配置、融資約束等方面實(shí)證分析減稅降費(fèi)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響路徑，沒有關(guān)注到員工薪酬可能發(fā)揮的作用。本文實(shí)證結(jié)論表明在個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率中，不僅人力資本和技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮了中介效應(yīng)，員工薪酬也發(fā)揮了重要的中介效應(yīng)。這一發(fā)現(xiàn)擴(kuò)展了現(xiàn)有理論，既為決策者深入了解個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的路徑、提升高質(zhì)量發(fā)展提供了實(shí)證依據(jù)，也從個(gè)人（勞動(dòng)者）層面提供了減稅能夠激發(fā)微觀主體活力、促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的數(shù)據(jù)支持。第三，不同于已有減稅降費(fèi)文獻(xiàn)所采用的實(shí)證方法（多元線性回歸），本文構(gòu)建了差分方程，如實(shí)地反映個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的具體影響及路徑，結(jié)論的穩(wěn)健性更強(qiáng)（Lin and Flannery，2013）[17]。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

Madsen and Damania于2001年[18]提出全要素生產(chǎn)率的理論模型，具體如下：

其中，TFPt表示t期全要素生產(chǎn)率，At表示t期技術(shù)，eλt表示t期希克斯中性技術(shù)，Wt/Pt表示 t期實(shí)際工資，Lt表示t期勞動(dòng)投入，Kt表示t期資本投入，α表示t期勞動(dòng)產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β表示t期資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

公式（1）顯示，全要素生產(chǎn)率的核心影響因素為實(shí)際工資、勞動(dòng)投入（人力資本）、資本投入和技術(shù)創(chuàng)新，當(dāng)實(shí)際工資（Wt/Pt）增長(zhǎng)時(shí)，人力資本存量（Lt）增加，勞動(dòng)投入效益[（Wt/Pt）Lt]α、資本投入效益[（Wt/Pt）Kt]β以及兩者引致的技術(shù)創(chuàng)新（At）得到提高，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。由此，2018年個(gè)人所得稅改革不僅提高了勞動(dòng)要素的生產(chǎn)效率，直接驅(qū)動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而且也引起了其他要素使用效率的變化，即個(gè)人所得稅改革強(qiáng)化了實(shí)際工資的激勵(lì)效應(yīng)，加速人力資本積累，改善勞動(dòng)與資本、技術(shù)等要素的配置效率，提升技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。具體分析如下：

（1）員工薪酬。2018年個(gè)人所得稅改革提高了基本減除費(fèi)用標(biāo)準(zhǔn)，增加了六項(xiàng)專項(xiàng)附加扣除，擴(kuò)大了3%、10%和20%稅率級(jí)距。這些措施增加了普通員工的稅后薪酬。40%稅率的取消、35%和45%稅率級(jí)距的擴(kuò)大和年終獎(jiǎng)的全年匯算清繳，增加了企業(yè)高管的稅后薪酬。企業(yè)員工稅后薪酬（Wt/Pt）增加，有利于促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

（2）人力資本。個(gè)人所得稅改革“繼續(xù)教育專項(xiàng)附加扣除”的實(shí)施，既提高了企業(yè)高管開展人力資本投資的積極性，也促進(jìn)了員工接受職業(yè)資格和學(xué)歷（學(xué)位）繼續(xù)教育的主動(dòng)性，企業(yè)員工的業(yè)務(wù)素質(zhì)得以提升，人力資本存量增加，Lt變大（Zidar，2019）[19]，勞動(dòng)投入效益（[（Wt/Pt）Lt]α）改善，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（3）技術(shù)創(chuàng)新。個(gè)人所得稅改革提高了企業(yè)員工勞動(dòng)的積極性和業(yè)務(wù)素質(zhì)，改善了員工使用資本、技術(shù)等要素的效率，企業(yè)科技創(chuàng)新的內(nèi)生動(dòng)力得以激活，促進(jìn)了企業(yè)新技術(shù)的研發(fā)、新知識(shí)的創(chuàng)造以及國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的吸收和轉(zhuǎn)化，技術(shù)創(chuàng)新提升，At變大，進(jìn)而對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正面影響。

綜上，提出個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的研究假設(shè)H1-H4：

假設(shè)H1：其他情況不變的條件下，個(gè)人所得稅改革促使企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高；

假設(shè)H2：其他情況不變的條件下，個(gè)人所得稅改革通過增加員工薪酬，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

假設(shè)H3：其他情況不變的條件下，個(gè)人所得稅改革通過積累人力資本，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

假設(shè)H4：其他情況不變的條件下，個(gè)人所得稅改革通過激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）產(chǎn)權(quán)與地區(qū)視角下個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性

不同產(chǎn)權(quán)企業(yè)因?yàn)榭刂迫瞬煌哂胁煌慕?jīng)營(yíng)目標(biāo)、政治關(guān)聯(lián)和激勵(lì)政策，面臨著不同的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、稅務(wù)稽查和和生存壓力。所得稅優(yōu)惠政策實(shí)施后，國(guó)有企業(yè)高管薪酬增加更為顯著（王娜等，2013）[20]；工薪納稅籌劃對(duì)其薪酬激勵(lì)的效應(yīng)更強(qiáng)（王雄元等，2016）[21]，勞動(dòng)雇傭需求更大（潘凌云和董竹，2021）[22]；對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)更顯著（江軒宇等，2019）[23]。據(jù)此，本文提出假設(shè) H5：

假設(shè)H5：其他情況不變的條件下，相比非國(guó)有企業(yè)，個(gè)人所得稅改革對(duì)國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更為顯著。

我國(guó)不同區(qū)域的市場(chǎng)環(huán)境和發(fā)展水平差異較大，個(gè)人所得稅改革促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果可能存在差異性。市場(chǎng)化進(jìn)程越落后的地區(qū)，要素市場(chǎng)和市場(chǎng)中介越不發(fā)達(dá)，市場(chǎng)資源配置效率越低，企業(yè)越重視稅收激勵(lì)政策的支持，從而更有利于自身成長(zhǎng)（楊旭東等，2021）[24]。魏志華和夏太彪（2020）[25]指出當(dāng)企業(yè)所在地區(qū)外部市場(chǎng)化程度較低時(shí)，企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)，越有動(dòng)機(jī)強(qiáng)化稅收優(yōu)惠政策的運(yùn)用。與東部地區(qū)相比，中西部企業(yè)所處地區(qū)的市場(chǎng)化水平較低。據(jù)此，本文提出假設(shè)H6：

H6：在其他情況不變的條件下，相比東部地區(qū)企業(yè)，個(gè)人所得稅改革對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響更為顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

由于個(gè)人所得稅改革中新的稅率、免征額和修改后《個(gè)人所得稅法》①2018年8月31日第十三屆全國(guó)人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)第五次會(huì)議通過《關(guān)于修改〈中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法〉的決定》，修改后《個(gè)人所得稅法》于2019年1月1日實(shí)施。的實(shí)施時(shí)間分別為2018年10月和2019年1月1日，為最大程度地避免其他潛在的共生性事件的影響，且消除改革前后多年數(shù)據(jù)所帶來的標(biāo)準(zhǔn)誤不一致的問題（Bertrand.et al.，2004）[26]，本文采用個(gè)人所得稅改革前后各兩年，即2016年-2019年的深滬A股上市公司為研究樣本，剔除ST、PT與金融上市公司及數(shù)據(jù)缺失樣本，并對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下2.5%的縮尾處理，最終得到14785個(gè)樣本觀測(cè)值，本文數(shù)據(jù)來自WIND、CSMAR和CCER，數(shù)據(jù)分析采用STATA16.0。

（二）變量選取和描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量和自變量。因變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率增加值（ΔTFPit），用第t期與第t-1期的企業(yè)全要素生產(chǎn)率之差表示；借鑒魯曉東和連玉君（2012）[27]等的半?yún)?shù)法（LP法）度量全要素生產(chǎn)率。測(cè)算時(shí)，產(chǎn)出、勞動(dòng)投入、資本投入和中間投入變量分別以營(yíng)業(yè)收入對(duì)數(shù)、職工人數(shù)對(duì)數(shù)、購(gòu)建固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與資產(chǎn)的比值以及購(gòu)買商品和接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金與資產(chǎn)的比值表示。自變量為個(gè)人所得稅改革（ΔTAX），借鑒 Oliver ZL.，etal.（2017）[28]、李桂萍（2018；2021）[29-30]等的研究，用第 t期與第t-1期企業(yè)應(yīng)交個(gè)人所得稅自然對(duì)數(shù)之差表示。

2.中介變量。中介變量（ΔMedi）包括員工薪酬（ΔWage）、人力資本（ΔHuCa）和技術(shù)創(chuàng)新（ΔRD）。借鑒韓曉梅等（2016）的做法[31]，員工薪酬（ΔWage）用第t期與第t-1期的企業(yè)員工平均薪酬自然對(duì)數(shù)之差度量。借鑒廖冠民等（2020）[32]等做法，人力資本（ΔHuCa）采用第t期與第t-1期的本科及以上企業(yè)員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)之差測(cè)度。借鑒楊林和沈春蕾（2021）[5]等，技術(shù)創(chuàng)新（ΔRD）用第 t期與第 t-1期的研發(fā)支出占營(yíng)業(yè)收入的比重（百分?jǐn)?shù)）之差來表示。

3.控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)，選擇公司規(guī)模Siz、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、營(yíng)業(yè)毛利率Gpm、固定資產(chǎn)比率Far、獨(dú)立董事比例Idr、高管持股比例Esh及以上變量變動(dòng)量 ΔSiz、ΔLev、ΔGpm、ΔFar、ΔIdr、ΔEsh 為控制變量。具體變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型構(gòu)建

首先為了檢驗(yàn)個(gè)人所得稅改革對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本文參考Oliver ZL.，etal.（2014）[28]、李桂萍等（2018；2021）[29-30]采用的差分方程建立回歸模型（2）。為進(jìn)一步檢驗(yàn)員工薪酬、人力資本與技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)，借鑒溫忠麟等（2012）[33]中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，在模型（2）基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（3）和模型（4），分析中介變量ΔMedi（包括ΔWageit、ΔHuCa和ΔRD）在個(gè)人所得稅改革影響全要素生產(chǎn)率中的中介作用。具體檢驗(yàn)程序?yàn)?，若模型?）ΔTaxit的系數(shù)μ1顯著，表明個(gè)人所得稅改革顯著影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率；若模型（3）ΔTaxit的系數(shù) β1顯著，則表明個(gè)人所得稅改革顯著影響中介變量ΔMedi；在模型系數(shù)μ1、β1顯著的條件下，根據(jù)模型（4）中介變量 ΔMedi回歸系數(shù)α2的顯著性，判斷變量ΔMedi是否在個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率時(shí)發(fā)揮中介作用及程度。

公式（2）-（4）中，Controlit為控制變量，下標(biāo) i、t分別代表企業(yè)和年份，δfirm表示企業(yè)的固定效應(yīng)，δyear表示時(shí)間的固定效應(yīng)。為降低殘差項(xiàng)εit不服從正態(tài)分布對(duì)回歸結(jié)果的影響，模型從行業(yè)層面做了Cluster聚類標(biāo)準(zhǔn)誤控制。

四、實(shí)證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）實(shí)證結(jié)果與分析

實(shí)證結(jié)果如表2所示。表2第（1）列△Tax在1%置信水平下顯著，系數(shù)為-0.036，說明其他因素不變時(shí)，2018年個(gè)人所得稅改革顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè) H1得以驗(yàn)證。第（2）、（3）和（4）列ΔTax的系數(shù)均在1%顯著性水平上為負(fù)，系數(shù)分別為-0.062、-0.054和-0.028，說明其他因素不變時(shí)，個(gè)人所得稅改革提高了員工薪酬、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新。結(jié)合表 2第（5）、（6）和（7）列結(jié)果可知，員工薪酬、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新為個(gè)人所得稅改革影響全要素生產(chǎn)率的中介變量，部分中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H2、H3和H4成立。其中，員工薪酬的中介效應(yīng)值為-0.011（0.183×（-0.062）），占總效應(yīng)的比重為31.52%（-0.011/-0.036）。人力資本的中介效應(yīng)值為-0.014（0.259×（-0.054）），占總效應(yīng)的比重為38.85%（-0.014/-0.036）。技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)值為-0.005（0.191×（-0.028）），占總效應(yīng)的比重為14.86%（-0.005/-0.036）。

表2 個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換關(guān)鍵變量

為檢驗(yàn)主分析結(jié)果不受解釋變量特定測(cè)度方法的影響，借鑒王業(yè)斌和許雪芳（2019）[33]采用個(gè)人所得稅負(fù)擔(dān)變動(dòng)（ΔTaR）重新表示個(gè)人所得稅改革，其 中 ，ΔTaR=（Taxt/OpeInct-Taxt-1/OpeInct-1）×100，Taxit、OpeIncit分別代表第t期i企業(yè)應(yīng)交個(gè)人所得稅和營(yíng)業(yè)收入；采用 Olley and Pakes（1996）[34]所提出的OP法重新測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)量（ΔTFPop），采用員工薪酬占營(yíng)業(yè)收入的比重變化（ΔWaR）重新表示員工薪酬，采用本科及以上員工占員工人數(shù)比重的變動(dòng)（ΔHCR）重新表示人力資本，用研發(fā)支出的自然對(duì)數(shù)（ΔLRD）重新表示技術(shù)創(chuàng)新，對(duì)模型（2）、模型（3）和模型（4）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。表3顯示，個(gè)人所得稅減稅后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率、員工薪酬、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新顯著增加，且員工薪酬、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新在個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率過程中均發(fā)揮了中介作用。

表3 個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

為有效避免個(gè)人所得稅雙向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題，提高估計(jì)結(jié)果的有效性，本文利用工具變量2SLS法進(jìn)行如下檢驗(yàn)。我國(guó)不同地區(qū)企業(yè)的員工薪酬存在差異，導(dǎo)致不同地區(qū)企業(yè)面臨的稅收環(huán)境和承受的稅收負(fù)擔(dān)不同。同一地區(qū)的不同企業(yè)繳納的個(gè)人所得稅變化作為個(gè)人所得稅改革的重要組成部分，具有顯著的相關(guān)性。同時(shí)，企業(yè)所處地區(qū)其他企業(yè)繳納的個(gè)人所得稅平均變化，通常與企業(yè)自身的全要素生產(chǎn)率無關(guān)。故我們采用同時(shí)期企業(yè)所處地區(qū)其他企業(yè)繳納個(gè)人所得稅增長(zhǎng)量的均值（ΔTax_ave）作為核心解釋變量（ΔTax）的工具變量。表4報(bào)告了工具變量2SLS法的回歸結(jié)果，工具變量估計(jì)第一階段回歸模型如第（1）列所示，F(xiàn)值為184.06；我們還進(jìn)行了異方差Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)和弱工具檢驗(yàn)，chi2值為和Minimum eigenvalue Statistic值分別為234.640和44.263，說明工具變量在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著有效。表第（2）-（8）列報(bào)告了工具變量法第二階段對(duì)模型①、②和③重新回歸的結(jié)果，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，檢驗(yàn)結(jié)果依然穩(wěn)健。

表4 工具變量2SLS回歸的內(nèi)生性檢驗(yàn)

五、異質(zhì)性研究

（一）考察企業(yè)產(chǎn)權(quán)的異質(zhì)性

表5報(bào)告了個(gè)人所得稅改革的全要素生產(chǎn)率效應(yīng)的產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。民營(yíng)企業(yè)與外資企業(yè)個(gè)人所得稅改革ΔTax的回歸系數(shù)分別為-0.001和-0.022，均在10%水平下不顯著；而國(guó)有企業(yè)個(gè)人所得稅改革ΔTax的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為-0.024，且依次通過鄒檢驗(yàn)，說明個(gè)人所得稅改革對(duì)國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更顯著，且影響程度更大，假設(shè)H5得到驗(yàn)證。

表5 個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

（二）考察地區(qū)的異質(zhì)性

借鑒已有研究關(guān)于地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，把京、津、冀、魯、蘇、滬、浙、閩、粵和遼10個(gè)省市界定為東部地區(qū)；把黑、吉、皖、贛、晉、豫、鄂、湘、陜和瓊 10 個(gè)省份定義為中部地區(qū)；把內(nèi)蒙古、川、渝、貴、云、桂、甘、青、寧和新10個(gè)省份界定為西部地區(qū)。表6報(bào)告了個(gè)人所得稅改革影響全要素生產(chǎn)率的地區(qū)異質(zhì)性：相比東部地區(qū)，個(gè)人所得稅改革顯著提升了西部地區(qū)和中部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而且，西部地區(qū)ΔTax回歸系數(shù)絕對(duì)值顯著大于中部地區(qū)，并通過鄒檢驗(yàn)，說明個(gè)人所得稅改革對(duì)西部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用最顯著，假設(shè)H6成立。

表6 個(gè)人所得稅改革影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的地區(qū)異質(zhì)性

六、結(jié)論與啟示

本文基于2016年-2019年滬深A(yù)股上市公司面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了差分方程組，實(shí)證研究了個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及機(jī)制路徑，并基于產(chǎn)權(quán)、地區(qū)兩個(gè)維度進(jìn)一步檢驗(yàn)了個(gè)人所得稅改革對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性?；鶞?zhǔn)回歸、穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果均表明：（1）個(gè)人所得稅改革對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用；（2）員工薪酬、人力資本與技術(shù)創(chuàng)新在個(gè)人所得稅改革提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占比分別為31.52%、38.85%和14.86%；（3）個(gè)人所得稅改革的全要素生產(chǎn)率效應(yīng)具有異質(zhì)性，個(gè)人所得稅改革對(duì)國(guó)有企業(yè)、中部與西部地區(qū)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升作用更為顯著。

基于上述研究結(jié)論，本文的政策啟示在于：（1）除了企業(yè)減稅降費(fèi)激勵(lì)了其高質(zhì)量發(fā)展外，個(gè)人所得稅減稅也能提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展。個(gè)人所得稅改減稅的這一作用需要得到充分重視。（2）個(gè)人所得稅改革對(duì)員工薪酬、人力資本的提升作用明顯，此作用響應(yīng)了黨的十八屆六中全會(huì)所提出的“共享高質(zhì)量發(fā)展”目標(biāo)。（3）鑒于個(gè)人所得稅改革對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)存在地區(qū)異質(zhì)性，在優(yōu)化個(gè)人所得稅改革中，政府需關(guān)注區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面的差異，積極探索建立與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)相匹配的個(gè)人所得稅制度，這對(duì)全面提升企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有積極意義。（4）個(gè)人所得稅可以通過員工薪酬、人力資本和技術(shù)創(chuàng)新等渠道提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，企業(yè)經(jīng)營(yíng)者應(yīng)充分利用稅收政策積極培養(yǎng)高素質(zhì)的員工，加大人力資本投入和提高人力資本質(zhì)量，提高人力資本與物資資本的結(jié)合效率，推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，最大程度地提升全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。